淺談貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標的時效性研究

1、  淺談貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標的時效性研究 一、引言    貨幣政策中介目標的選擇沒有統(tǒng)一的模式。20世紀80年代以后，金融創(chuàng)新使貨幣供應(yīng)量的概念變得模糊，許多國家選擇利率作貨幣政策中介目標。1996年中國人民銀行把貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標。以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標，一是可測性強，二是可控性強，三是與最終目標的相關(guān)性高。自1996年中國人民銀行把貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標以來，貨幣供應(yīng)量與宏觀經(jīng)濟的總體關(guān)聯(lián)度在增強，我國經(jīng)濟穩(wěn)定較快增長。    但部分學(xué)者不這樣看，他們認為貨

2、幣供應(yīng)量已不適宜作為我國貨幣政策中介目標，而應(yīng)以其他金融變量作為中介目標。其理由，一是認為基礎(chǔ)貨幣投放難以控制和貨幣乘數(shù)不穩(wěn)定，從而貨幣供應(yīng)量的可控性較差并且下降。二是說我國貨幣流通速度下降，短期貨幣需求函數(shù)不穩(wěn)定，貨幣量與物價和產(chǎn)出的相關(guān)性被削弱，因而貨幣供應(yīng)量已不適合作為貨幣政策的中介目標123。    本文通過對1996年以來我國貨幣供應(yīng)量的可控性與相關(guān)性進行分析，以期證明貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標的有效性。     二、我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)性分析    (一)貨幣供應(yīng)量

3、相關(guān)性的理論分析貨幣政策有無真實效應(yīng)(是否影響產(chǎn)量和就業(yè))，取決于總供給曲線的形狀。古典理論認為總供給曲線是垂直的，無論總需求怎樣變化， 產(chǎn)出水平都不會發(fā)生移動，因此貨幣是中性的。凱恩斯把總供給曲線看成是水平的，實行擴張性財政、貨幣政策使就業(yè)和產(chǎn)量增加，但不影響價格水平。垂直的和水平的總供給曲線是兩種極端情形，正常的總供給曲線是一條向上傾斜的曲線。因改革開放帶來經(jīng)濟持續(xù)高增長，到20世紀末我國商品供求狀況轉(zhuǎn)變成了買方市場；加上亞洲金融危機的影響，我國20世紀末出現(xiàn)了有效需求不足、物價持續(xù)下降、經(jīng)濟增長減緩的局面。在金融方面，防范和化解金融風(fēng)險成為頭等大事，商業(yè)銀行對信貸工作提出了貸款質(zhì)量終身負

4、責(zé)制和新增貸款不良比率為零的指標要求，貸款更謹慎了。這意味著總需求曲線向左平移，總供給曲線的斜率下降。從總供給方面來看，由于體制改革、技術(shù)進步導(dǎo)致企業(yè)效率提高、成本下降、產(chǎn)品價格水平下降。這意味著總供給曲線向右平移，總供給曲線的斜率進一步下降。這樣就使我國經(jīng)濟遠離充分就業(yè)水平(或潛在產(chǎn)出水平)，而接近凱恩斯總供給曲線的情形。在此種形勢下，擴張總需求(實行擴張性財政、貨幣政策)，會使產(chǎn)出增加而對物價水平影響不大。因此，在經(jīng)濟總體供大于求、貨幣幣值相對穩(wěn)定的情況下，以貨幣供應(yīng)量為中介目標的貨幣政策有能力實現(xiàn)促進經(jīng)濟增長的目標。    (二)貨幣供應(yīng)量相關(guān)性的實證分析&

5、#160;   1.變量、數(shù)據(jù)來源和模型的說明    本文的實證分析使用了四個季度時間序列：利用變量lcpi表示cpi定基比指數(shù)的對數(shù)時間序列；利用變量lgdp表示實際gdp的對數(shù)時間序列；利用變量lm1表示狹義貨幣供應(yīng)量m,1的對數(shù)時間序列；利用變量lm2表示廣義貨幣供應(yīng)量m,2的對數(shù)時間序列。    我國沒有公布cpi定基比指數(shù)，本文用我國公布的cpi月環(huán)比指數(shù)構(gòu)造月定基比指數(shù)(以1995年12月為基期)，再把每季度三個月的消費物價月定基比指數(shù)用幾何平均的方法計算出cpi季度定基比指數(shù)。對季度gdp實際值，用g

6、dp名義值除以cpi的季度定基比指數(shù)得到。對貨幣供應(yīng)量m,1和m,2，使用公布的季末名義值。作計量分析時，各變量數(shù)據(jù)均經(jīng)過x-11方法消除季節(jié)因素后再取常用對數(shù)值。本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟景氣月報和中國人民銀行統(tǒng)計季報各期。數(shù)據(jù)范圍為1996年一季度到2005年三季度，總計39個樣本點。    對貨幣供應(yīng)量與物價、產(chǎn)出的相關(guān)關(guān)系，應(yīng)從整體上考查，片面地研究這三者中的兩兩關(guān)系不能說明三者關(guān)系的穩(wěn)定性問題。本文的實證研究采用協(xié)整檢驗(用var模型)、vec(向量誤差校正)模型和方差分解方法。var模型的滯后階數(shù)由aic準則和sc準則確定，用lr(最大似然比)檢驗進

7、行取舍。建立var模型后，本文采用了方差分解方法來分析其動態(tài)特征。    2.實證分析與結(jié)果    (1)時間序列平穩(wěn)性檢驗。為避免誤回歸的發(fā)生，本文采用最為常用的adf檢驗。利用eviews軟件計算，得到各變量的單位根檢驗結(jié)果(見表1)。         表1的單位根檢驗結(jié)果表明，除lm1外，其他變量的一階差分項都在1%的顯著性水平下通過單位根檢驗。檢驗表明lm1的平穩(wěn)性較差，不能與lcpi、lgdp一起建模。    (2)

8、協(xié)整關(guān)系檢驗和vec模型。要判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，必須對變量之間的關(guān)系進行協(xié)整檢驗。利用軟件eviews3.1，在選擇滯后一階后可確定var模型，應(yīng)用johansen的最大似然比(lr)法得到協(xié)整檢驗結(jié)果(見表2)。     協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，lm2與lcpi、lgdp之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，即它們之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。其協(xié)整方程為：        該方程表明，在lm2與lcpi、lgdp的長期均衡關(guān)系中，lm2的乘數(shù)為0.492，而lgdp的乘數(shù)為0.921，也就

9、是說lm2與lcpi負相關(guān)，而與lgdp正相關(guān)。獲得協(xié)整關(guān)系后，可以將var模型轉(zhuǎn)換為vec(向量誤差校正)模型：         在vec模型中，協(xié)整關(guān)系對各變量的增長起到了反向修正作用，即當它們增長超出均衡約束(即,t0)時，其誤差修正作用降低當前水平，使它們的增長具有一定的穩(wěn)定性。    vec模型中變量的彈性系數(shù)各異，lcpi的彈性系數(shù)只有-0.006，lgdp的為-0.998，而lm2的則有-0.226。這反映了協(xié)整關(guān)系對各變量的影響程度不同，它對lm2影響較大而對lcpi的

10、影響很小。再看上期lm2對本期各變量的影響，lcpi的彈性系數(shù)為-0.0275，而lgdp的則有0.442，這說明上期lm2對lcpi起反向修正作用(但很弱)，而對lgdp起著很大的促進作用。對lcpi影響最大的是上期的lcpi，說明lcpi變化有較強的傳遞性，表現(xiàn)出很強的適應(yīng)性預(yù)期特征，同時上期的lgdp對lcpi有比較明顯的正效應(yīng)。上期的lgdp對本期lgdp和lm2的彈性系數(shù)都為負，分別為-0.691和-0.063，這表明一旦經(jīng)濟開始有過熱的趨勢就存在一種力量使經(jīng)濟降溫使貨幣供應(yīng)量減少。    (3)方差分解分析。方差分解方法用于研究var模型的動態(tài)特征，其

11、主要思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量(共m個)的波動(k步預(yù)測均方誤差)按其成因分解為與各方程信息相關(guān)聯(lián)的m個組成部分，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性4(p143185)。本文分別對lcpi和lgdp的預(yù)測誤差依各種沖擊進行分解(在此設(shè)定方程順序仍為lm2，lgdp，lcpi)，分解結(jié)果見表3、表4。         從表3可以看出，lgdp的波動主要源自lgdp自身的沖擊，無論是短期還是長期，lgdp自身的沖擊解釋lgdp變動的70%左右；另外lgdp的波動也有相當大的部分由lm2變化來解釋(短期為15%左右

12、，長期則有25左右)。再從表4來看，lcpi的波動主要來自lcpi和lgdp兩方面的沖擊，短期(一年內(nèi))而言lcpi本身沖擊解釋lcpi波動的大部分，但長期來說lcpi的變動更多地來自于lgdp的沖擊；而lm2的沖擊對其波動的解釋程度無論是長期還是短期都很小(幾乎可以忽略)。    3.實證分析結(jié)果提供的啟示    通過對廣義貨幣供應(yīng)量m,2與物價、產(chǎn)出關(guān)系的分析，產(chǎn)生了令人迷惑的結(jié)果： m,2對物價只產(chǎn)生微弱影響且m,2與物價負相關(guān)；m,2與產(chǎn)出正相關(guān)，對產(chǎn)出有很強的促進作用；上期的產(chǎn)出變動對本期的產(chǎn)出及m,2的變化有反向修正作用。

13、為什么會出現(xiàn)這種情況呢？ 如果我們聯(lián)系1996年以來我國的宏觀調(diào)控實際，就可以發(fā)現(xiàn)其背后的理論依據(jù)和現(xiàn)實根源。    (1)上文的協(xié)整方程、vec模型和方差分解分析都表明m,2與產(chǎn)出正相關(guān)，對產(chǎn)出有很強的促進作用。上期lm2對本期的lgdp的影響明顯，其彈性系數(shù)為0.44，這說明上期lm2對lgdp起著很大的促進作用。lgdp的波動有相當大的部分由lm2變化來解釋(短期為15%左右，長期則有25左右)。從m,2對產(chǎn)出具有很強的促進作用來看，貨幣供應(yīng)量與最終目標之間存在著較強的相關(guān)性。因此，就相關(guān)性而言，貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標是有效的。 &#

14、160;  (2)上文的協(xié)整方程和vec模型都表明m,2與物價微弱負相關(guān)。這與傳統(tǒng)理論似乎不一致。著名的費雪交易方程式假設(shè)貨幣流通速度v為常數(shù)并且貨幣量m對實際產(chǎn)出沒有效應(yīng)，因此貨幣供應(yīng)量的變化就體現(xiàn)在物價上而不影響產(chǎn)出。但是費雪方程式的這兩個假設(shè)在我國不成立。上文已論述我國m,2對產(chǎn)出有促進作用。我國貨幣流通速度也不是常數(shù)，而是下降的， 1978年是3.1，1996年是0.96，到2004年則只有0.54。有人認為流通速度v是價格指數(shù)和實際gdp等變量的函數(shù)5(p194208)。另外，m,2中的準貨幣不是用于消費和投資的，不形成對商品和勞務(wù)的需求，因而準貨幣與物價負相關(guān)。如果m,2

15、的增長主要由準貨幣的增長引起，物價與m,2就是負相關(guān)的。19962005年間，我國m,1占m,2的比重有下降的趨勢，1996年第一、二、三、四季度該比例分別為0.371、0.361、0.366、0.375，1999年各季度分別為0.351、0.349、0.364、0.382，2005年前三季度分別為0.358、0.358、0.351，這表明準貨幣比m,1增長得快。    cpi的波動還值得繼續(xù)討論。上文的vec模型和方差分解分析表明，上期的lgdp對lcpi有比較明顯的正效應(yīng)；lcpi的波動主要來自lcpi和lgdp兩方面的沖擊，短期(一年內(nèi))而言lcpi本身沖擊

16、解釋lcpi波動的大部分，但長期來說lcpi的變動更多地來自于lgdp的沖擊；而lm2沖擊對lcpi波動的解釋程度無論是長期還是短期都很小(幾乎可以忽略)。這就說明，廣義貨幣供應(yīng)量m,2與cpi之間沒有明顯的直接關(guān)系。    再看看實際情況：1996年初m,2為60 750.5億元，到2005年一季度m,2達到264 588.9億元，是1996年初的4.4倍。以1995年底為基數(shù)的cpi定基比指數(shù)在2005年三季度為110.77，物價水平僅增長了10.77%。這也說明，m,2與cpi之間沒有明顯的直接關(guān)系。    (3)在vec模型中

17、，上期的產(chǎn)出變動對本期的產(chǎn)出及m,2有反向修正作用。上期的lgdp對本期的lgdp和lm2的彈性系數(shù)都為負，分別為-0.691和-0.063。對于上期產(chǎn)出變動對本期產(chǎn)出變化的這種反向修正作用，只要我們回顧央行貨幣政策的風(fēng)向和調(diào)控過程，就不難理解了。1996年我國經(jīng)濟實現(xiàn)“軟著陸”以后，為了防止經(jīng)濟增長速度過多下滑，央行連續(xù)8次降低利率，兩次下調(diào)法定存款準備金率，政府實行了積極的財政政策。而從2003年以來，為了抑制經(jīng)濟過熱的勢頭，政府又加強了宏觀調(diào)控，人民銀行加大了金融宏觀調(diào)控和窗口指導(dǎo)力度，銀監(jiān)會加強了銀行機構(gòu)信貸業(yè)務(wù)的監(jiān)管力度，國土資源部加強了土地管理等等。這些政策實踐告訴我們：我國政府對

18、經(jīng)濟增長的反向調(diào)節(jié)(反周期政策)力度是很強的。因同樣的原因，上期的物價對本期的產(chǎn)出也有反向修正作用。    (4)從方差分解分析中發(fā)現(xiàn)，中長期來說gdp的變動解釋cpi變化的大部分(當然，根據(jù)vec模型分析的結(jié)果，cpi本身也有較強的傳遞性)，上期產(chǎn)出與本期物價正相關(guān)， 經(jīng)濟增長對物價有促進上漲作用。這啟示我們，貨幣供應(yīng)量的增長可能通過經(jīng)濟增長而導(dǎo)致物價水平的上漲。因此我國不能因為貨幣供應(yīng)量對經(jīng)濟增長有較強的正效應(yīng)而持續(xù)大量增加貨幣供給，而應(yīng)為了延長經(jīng)濟增長周期而保持貨幣供應(yīng)量的適當增長。利用上述var模型對我國經(jīng)濟前景進行粗略預(yù)測，發(fā)現(xiàn)只要央行能穩(wěn)定m,2的增長

19、，盡量使2005年底的m,2控制在29.8萬億元左右(實際數(shù)額為298 755.48億元)、2006年的m,2控制在34.5萬億元左右(兩年平均增長16.5%左右)，就能使gdp增長8.8%9.3%，并使cpi控制在1.5%2%的范圍內(nèi)，使國民經(jīng)濟實現(xiàn)平穩(wěn)增長。如果讓貨幣過快地增長，則經(jīng)濟增長和物價水平都會出現(xiàn)不適當?shù)纳蠞q。     三、我國貨幣供應(yīng)量也有可控性    (一)貨幣的內(nèi)生性、外生性與可控性分析    1.貨幣的內(nèi)生性、外生性問題    內(nèi)生貨幣是指貨幣

20、存量是由實際產(chǎn)出、利率、物價水平等經(jīng)濟變量的變動決定的。外生貨幣是指貨幣存量是由經(jīng)濟過程之外的某個機構(gòu)(中央銀行)提供的。內(nèi)生貨幣強調(diào)貨幣需求決定貨幣存量，外生貨幣強調(diào)貨幣當局控制貨幣存量。凱恩斯主義者認為貨幣是中央銀行可完全控制的外生變量，他們給出了一條垂直的貨幣供給曲線。溫特勞布(weintraub，s.)、卡爾多(kaldor，n.)、摩爾(moore，b.j.)等則認為貨幣是完全內(nèi)生的，是不可控的內(nèi)生變量，他們給出了一條水平的貨幣供給曲線，也就是說，貨幣存量完全由貨幣需求決定。上述兩種情況是兩種極端現(xiàn)象，正如結(jié)構(gòu)主義者所說，正常的貨幣供給曲線是一條向上傾斜的曲線。貨幣供給曲線，從左至右

21、，開始比較平坦，然后逐漸變得陡峭起來，最后幾乎變成垂直線。左邊平坦的那一段表示整個銀行體系的準備非常充分，中央銀行也愿意隨時為銀行體系提供更多的準備支持，在這時，只要有貸款需求銀行體系就會提供足夠的貸款，從而貨幣也就增加了，并不需要利率水平的提高。正斜率的那一段表示，隨著銀行資產(chǎn)業(yè)務(wù)的擴張(同時伴隨貨幣供應(yīng)量增加)，銀行體系的準備越來越吃緊，貨幣市場短期利率上升，中央銀行提供流動性所要求的利率也升高或者其態(tài)勢趨向于緊縮。此時，只有利率的上升才能刺激起銀行體系擴張貸款等資產(chǎn)業(yè)務(wù)的欲望。垂直的那一段表示，銀行體系的準備已被充分利用，中央銀行持堅定的緊縮態(tài)度，在不增加基礎(chǔ)貨幣投放的情況下，銀行體系能

22、創(chuàng)造的貨幣供應(yīng)量達到極限，不管利率怎樣提高，貨幣量也增加不了。因此總的來說，貨幣存量既具有內(nèi)生性也具有外生性。當貨幣需求曲線向右移動時，貨幣存量的可控性越來越強而內(nèi)生性越來越弱；當貨幣需求曲線向左移動時，貨幣存量的可控性逐漸減弱而內(nèi)生性逐漸增強。    2.我國貨幣的內(nèi)生性與可控性分析    我國學(xué)術(shù)界對貨幣供給理論的一個爭論是我國貨幣供給到底是內(nèi)生變量還是外生變量。外生論學(xué)者提出了如下理由：一是經(jīng)濟體系中的全部貨幣，從根源上說都是由中央銀行資產(chǎn)負債業(yè)務(wù)決定的；二是中國人民銀行不是沒有控制貨幣供給增長的有效手段，而是沒有利用好這個手段

23、。內(nèi)生論者在不同的時間舉出了不同的例證：1994年以前，我國商業(yè)銀行同時承擔(dān)著商業(yè)性貸款和政策性貸款的業(yè)務(wù)，商業(yè)銀行傾向于擴大商業(yè)性貸款的數(shù)量，將中國人民銀行用于支持政策性貸款的資金挪作他用，而將資金的“硬缺口”留給了中國人民銀行，迫使中國人民銀行以再貸款的形式向商業(yè)銀行補充資金從而形成貨幣供給的“倒逼”。這就是被稱為“倒逼機制”的貨幣供給內(nèi)生論。    從經(jīng)濟體制上來看，我國企業(yè)的市場主體地位還在形成過程中，經(jīng)濟利益機制還不健全，控制我國信貸供給近八成的國有獨資商業(yè)銀行的股份制改造開始的時間還不久;我國還存在較為嚴格的利率控制，市場利率尚未形成。這樣，利率與貨幣

24、供應(yīng)量的相關(guān)度就較弱。從理論上看，我國貨幣供給曲線處于利率彈性較低、曲線斜率較大的相對垂直的位置，接近于凱恩斯主義者所主張的純外生貨幣、貨幣供給曲線比較陡峭的情形。因此，我國貨幣供給的可控性是較強的。    當然，我國貨幣供給的可控性不是完全的。處在逐漸形成中的各種市場主體，由于利益的驅(qū)動會盡可能地逃避中央銀行的監(jiān)測與控制，從而也可能出現(xiàn)貨幣供給的內(nèi)生性問題。    (二)我國基礎(chǔ)貨幣的可控性    基礎(chǔ)貨幣的公式為：基礎(chǔ)貨幣(b)=儲備貨幣流通中的現(xiàn)金(m0)+存款貨幣銀行的總準備金(r)，即：

25、0;        央行通過對資產(chǎn)項和負債項的調(diào)整來改變基礎(chǔ)貨幣量，進而影響貨幣供給。由于我國長期實行強制結(jié)售匯制度，導(dǎo)致中國人民銀行資產(chǎn)增加，從而使基礎(chǔ)貨幣被動增加。我國加入wto后，外匯儲備快速增長，到2005年底外匯儲備總額達到約8 190億美元，貨幣當局的外匯占款總額達62 140億人民幣(約合7 767.5億美元)。2005年外匯占款為2002年底的300%，外匯占款在總資產(chǎn)中的占比從2002年的45.48%增長到2005年的61.09%。如果沒有對沖措施，我國的基礎(chǔ)貨幣確實會失控。  

26、0; 但實際上，貨幣當局的儲備貨幣保持著相對平穩(wěn)的增長，從2002年底的45 138億元增長到2005年底的64 343億元，僅僅增長了42.5%；按年環(huán)比來說，2003年為17%，2004年為11.4%，2005年為9.3%，增長率呈逐年下降趨勢。這就有力地說明，我國基礎(chǔ)貨幣完全在貨幣當局的控制之下。    總之，在我國現(xiàn)階段，中國人民銀行有能力調(diào)節(jié)基礎(chǔ)貨幣，從而使貨幣供給保持相對穩(wěn)定?；A(chǔ)貨幣基本上是可控的。    (三)貨幣乘數(shù)可控性的理論分析    1.貨幣乘數(shù)的可控性不確定  

27、;  貨幣供應(yīng)量是由基礎(chǔ)貨幣與貨幣乘數(shù)兩因素所決定的。其公式為：         從公式(7)可知影響貨幣乘數(shù)的因素有法定存款準備金率、超額存款準備金率、現(xiàn)金存款比率。這三個比率都與貨幣乘數(shù)呈反向變動關(guān)系。除了法定存款準備金率直接由中國人民銀行控制外，其他兩個比率都不是貨幣當局所能控制的(它們的變動是商業(yè)銀行和公眾的行為所致)。中國人民銀行可通過調(diào)整利率、超額存款準備金利率及央行的再貸款利率(或再貼現(xiàn)率)對超額存款準備金率施以影響；而對現(xiàn)金存款比率的影響就很弱了。因此，貨幣乘數(shù)的可控性較弱。但貨幣乘數(shù)比較

28、穩(wěn)定，具有較好的可預(yù)測性。下面就對我國貨幣乘數(shù)的可預(yù)測性進行實證分析。    2.貨幣乘數(shù)可預(yù)測性的實證分析    (1)變量、數(shù)據(jù)來源及模型選擇。根據(jù)上文可知，貨幣乘數(shù)m,2=廣義貨幣供應(yīng)量m,2/基礎(chǔ)貨幣b。本節(jié)的實證分析嚴格按照上述公式，用中國人民銀行統(tǒng)計季報的貨幣當局的資產(chǎn)負債表中的儲備貨幣代替基礎(chǔ)貨幣，廣義貨幣供應(yīng)量來自于中國人民銀行統(tǒng)計季報各期。數(shù)據(jù)范圍為1994年一季度到2005年四季度，總計48個樣本點。    根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計，我們發(fā)現(xiàn)貨幣乘數(shù)m,2具有明顯的時間趨勢和季節(jié)波動。如果利用最小

29、二乘法擬合m,2與時間向量t會得到一條擬合優(yōu)度較高的一次線性曲線。但為了提高隨機時間序列m,2的預(yù)測精度，本文采用arma(自回歸移動平均)模型進行統(tǒng)計分析與預(yù)測。    (2)實證分析與結(jié)果。為了消除時間趨勢同時減少序列的季節(jié)波動，需對m,2先后進行逐期差分和季節(jié)差分。經(jīng)過多次檢驗，我們發(fā)現(xiàn)對序列m,2進行一階逐期差分和一階季節(jié)差分能使自相關(guān)和偏自相關(guān)分析圖達到最優(yōu)。這樣就可得到序列sim,2。對序列sim,2進行0均值檢驗，得到該序列樣本平均數(shù)是0.00466，均值標準誤為0.0139，序列均值與0無顯著差異，表明序列可以直接建立arma模型。 &#

30、160;  因為經(jīng)過一階逐期差分，序列時間趨勢基本消除，故d=1；經(jīng)過一階季節(jié)差分，季節(jié)性也基本消除，故d=1。所以選用arima(p，d，q)(p，d，q)s模型。根據(jù)sim,2的自相關(guān)和偏自相關(guān)分析圖可知，p=1或2，q=0或1。由于在第4n期時，樣本自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)都顯著不為0，所以，p=q=1。    利用eviews軟件建模，并利用所得的模型對我國貨幣乘數(shù)進行預(yù)測，可得到模型的預(yù)測精度mape(平均絕對百分誤差)。各模型的參數(shù)估計結(jié)果和檢驗結(jié)果如下：       

31、0; 經(jīng)計算，四個模型都滿足arma過程的平穩(wěn)條件，模型設(shè)定合理。比較表中各個模型的檢驗結(jié)果可知，第三個模型的mape值最小，顯示其預(yù)測精度是最高的。同時，第三個模型的aic值和sc值僅略微小于第一個，但其adjusted r2(調(diào)整后的樣本決定系數(shù))比第一個要好很多。與第四個模型相比較，只有adjusted r2較小，其他各項都更優(yōu)；另外，第三個模型比第四個更簡潔、有效。因而選擇第三個即arima(2,1,0)(1,1,1)4模型比較適合。其展開式為：    根據(jù)所選定的模型對我國2006年貨幣乘數(shù)進行預(yù)測，其預(yù)測結(jié)果如下:   &

32、#160;     總之，貨幣乘數(shù)具有較強的可預(yù)測性。由于基礎(chǔ)貨幣基本上是可控的，因而完全可以認為我國貨幣供應(yīng)量具有較強的可控性，即在預(yù)測貨幣乘數(shù)的基礎(chǔ)上調(diào)控基礎(chǔ)貨幣，從而調(diào)控貨幣供應(yīng)量。就可控性而言，貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標也是有效的。    綜上所述，我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長之間有較強的相關(guān)性，貨幣供應(yīng)量也具有可控性，因此有理由認為，貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策的中介目標在現(xiàn)階段仍然是有效的。qcwa3ptgz7r4i30ka1dkaghn3xtkknbycudxqa7fhyi2chhi92tgkqcwa3pt

33、gshls50clmtwn60eo8wgqv7xav2ohum32wgeauwydiawgmer4i30ka1dkaghn3xtkknbycudxqa7fhyi2chhi92tgkqcwa3ptgz7r4i30ka1dkagtgkqcwa3p tgz7r4i30ka1dkaghn3xtkknbycudxqa7fhyi2chhi92tgkqcwa3ptgshls50clmtwn60eo8wgqv7xav2ohum32wgeauwydiawgmer4i30ka1dkaghn3xtkknbycudxqa7fhyi2chhi92tgkqcwa3ptgz7r4i30ka1dkagtgk tgz7r4i3

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